城市化與地區經濟增長的互動效應——來自廣東省的經驗證據

張廷海，戴倩雯

城市化是經濟增長過程中， 各類生產要素向城市中心區域集聚和城市規模向外延發展的表現形式。 當人口不斷向城市聚集時也會帶來技術、知識等溢出效應，促進經濟效率的提高，城市化進程對地區經濟增長具有一定的積極作用。 改革開放前，廣東省城市化水平長期受體制、政策等因素制約處于較低水平。 近30 多年來，廣東省在經濟、社會等各個方面取得了長足進展， 城市化也以前所未有的速度和規模迅速發展。 1978－2012 年間，廣東省的城市化水平從16.26%提高到67.4%， 增加了51.14%，僅次于北京、上海和天津，平均每年提高約1.5 個百分點。 廣東省人均GDP 從改革之初的370 元迅速增加到現在的54095 元， 位居全國前列。 從整體上，廣東城市化與地區經濟增長效應值得深入探討。

一、文獻綜述

學者們從不同視角對城市化與經濟增長相關問題展開探討。 Lampard(1965)對美國過去一個世紀的數據分析， 得出經濟增長與城市化水平顯著正相關的結論， 同時城市化的發展階段與經濟增長之間具有很大的一致性。Northam (1975）對panel面板數據進行分析后， 得出城市化發展程度與經濟增長水平之間具有某種線性關系的結論， 并提出具體的城市化程度與經濟發展水平之間的線性經驗關系式。采用多國的數據，Henderson（2003）測算出城市化率同人均GDP(對數)相關系數為0.85，說明兩者之間具有較高的關聯度。 Duranton（2004)提出， 城市化既是經濟增長的源泉也是經濟增長的動力。 Verner（2005)對1992-2002 年墨西哥的相關數據分析后指出， 城市化的作用主要表現在兩方面：促進經濟增長和有助于消除貧困。

楊小凱和張永生(2000)率先采用超邊際分析工具建立城市化模型，研究表明：城市化進程推動分工與專業化發展，促進生產和交易效率的提高，進而促進經濟增長。 郭松（2006）對1978-2003 年我國城市化率與經濟增長水平的數據進行了單位根檢驗和協整檢驗分析，結果表明：兩者之間存在協整關系， 即一種長期穩定的均衡關系。 劉耀彬（2006）按不同時期階段進行劃分，對各個時期城市化與經濟增長之間分別進行協整檢驗和建立在ECM 模型上的Granger 因果檢驗，經過長期相關性檢驗得出我國當前城市化與經濟增長相互促進的結論， 提出注重多元素綜合是協調兩者關系的有效途徑。 李樹坤（2008）利用因子分析法，計算出復合城市化率指標并與人均GDP 指標進行分析，認為城市化與經濟增長具有長期均衡關系， 但二者作用不對等， 甚至城市化的演進對經濟增長具有一定的消極影響， 其作用劣于后者對前者的積極作用。 李金昌和程開明（2006）也認為，地區增長對城市化影響強烈，而城市化效應對增長的作用卻很微小。 通過對1987-2008 年間省際面板數據分析，施建剛和王哲（2011）提出城市化與經濟增長之間只存在短期作用，從長期看二者顯著負相關。 張明斗（2013）利用GMM 三階段最小二乘法，從內生性角度分析地區經濟增長與城市化的關系，研究表明城市化水平和地區經濟增長之間呈倒U 型關系，地區經濟增長對城市化水平呈現正向線性關系。

二、數據來源及說明

考慮數據的可得性和研究的需要， 本文選取廣東省城市化水平（URB）和全省人均國內生產總值（AGDP）這兩個指標來闡述廣東省城市化與經濟增長之間的關系，城市化率（urbanization rate）以城鎮人口占人口總數的比重表示。 本文所采用的數據源于歷年《廣東省統計年鑒》、廣東省統計公報和《新中國60 年統計年鑒資料匯編》。 為了消除異方差在時間序列中的影響，使數據趨向線性，分別對城市化率URB 和廣東省人均國內產總值AGDP 進行對數變換， 用LnURB 和LnAGDP 分別表示城市化水平和經濟增長。

為了消除異方差性， 將廣東省1978-2012 年城市化率URB 和實際地區人均生產總值AGDP分別取自然對數， 對比lnURB 和lnAGDP 兩條趨勢線可知， 城市化率的走勢與實際地區人均生產總值的走勢都呈上升趨勢。 由于在2000 年左右實行新的戶籍管制制度， 依照當時的戶籍人口計算出來廣東省城市化率較往年的低。 此后，廣東省城市化率一直保持平穩上升狀態。

三、實證分析

1.平穩性檢驗。 lnURB 和lnAGDP 兩條趨勢線整體上升，但很明顯是非平穩序列，可能產生“偽回歸”問題，故不能直接使用，因此要先取差分后再進行單位根檢驗，即ADF 檢驗，檢驗結果見表1。

表1 ADF 檢驗結果

檢驗結果表明， 在5%顯著性水平下，lnURB、lnAGDP 是非平穩序列， 一階差分序列ΔlnURB、ΔlnAGDP 是平穩時間序列。 因此，原序列lnURB、lnAGDP 是一階單整的，滿足協整的條件。

2.協整檢驗。 常用的協整性檢驗主要有EG 兩步法和Johansen 協整檢驗。 本文主要研究城市化水平和經濟增長兩者之間的關系，故采用“EG 兩步法”進行協整檢驗。

首先，采用OLS 方法建立協整回歸：

回歸結果為：

其次, 采用單位根檢驗對方程（1）的殘差進行檢驗。 5%顯著性水平下的t 檢驗統計量值為-1.958003，小于其對應臨界水平，所以應拒絕原假設，由此可知殘差序列無單位根，是一個平穩的序列，說明二者之間存在協整關系。 從長期看，廣東省改革開放后的城市化水平與地區經濟增長具有某種程度的協調性和一致性， 即不存在前者超越后者或后者慢于前者的嚴重現象。

3.誤差修正模型（EMC）。 經過協整分析得出lnURBt、lnAGDPt 之間存在長期動態均衡關系，并在不斷調整的短期動態過程中得以維持。 為了反映短期調節作用和動態關系， 誤差修正機制存在于相互協整的任何一組時間序列變量之中， 即建立誤差修正模型，其結構如下：

得到誤差修正模型的估計結果為：

上述估計結果表明， 長期均衡水平會影響城市化率和實際人均GDP 的短期波動， 即誤差修正效果顯著。 廣東省的城市化程度既取決于人均實際GDP 變動， 又取決于上一期城市化率對均衡水平的偏離程度。 這里，偏差修正主要體現在誤差項估計系數- 0.20539， 上期偏離程度與本期修正的量呈正相關關系， 上期偏差大則本期修正的量也大，即誤差修正機制存在。

4.Granger 因果檢驗。 協整檢驗有助于判斷時間序列的長期均衡關系， 但并不表明它們存在必然的因果關系。 為了深入分析廣東省城市化率和人均GDP 的關系， 故采用Granger 因果方法進行檢驗。 由于滯后長度的選擇很容易影響到Granger因果檢驗的結果，因此在進行Granger 因果檢驗時先對滯后期進行檢驗， 保證因果關系檢驗的隨機誤差不存在序列相關性。 為了確定合適的滯后長度，選擇盡可能大的滯后階數，檢驗結果見表2。

表2 LNURB 與LNAGDP 的Granger 因果檢驗

表2 的檢驗結果表明：一方面，在滯后長度1至8 期內，lnAGDP 不是lnURB 的Granger 原因的概率都比較小，基本上概率不超過7%，可以推斷出廣東省的經濟增長對城市化的發展具有一定的促進作用。 特別是在滯后長度為5 和6 時，人均生產總值（lnAGDP）不是城市化率（lnURB）Granger 原因的概率分別為1.33%和2.26%，這就說明在地區經濟增長滯后5、6 年時對廣東省的城市化水平提升作用最大。 另一方面，在滯后長度為8 時，得到lnURB 不是lnAGDP 的格蘭杰原因的概率相對來說比較高，滯后長度為1 和2 時，廣東省城市化對經濟增長具有一定的推動作用，但從長期來看，廣東城市化對經濟增長的效應并不顯著。 顯然，這一結論與一般觀點認為的城市因其具有集聚效應、擴散效應而能助推經濟增長的結論是矛盾的。 也就是說，從Granger 因果關系分析看，廣東省城市化水平提高在很大程度上受益于其經濟增長的快速發展， 而地區經濟增長卻未能相應的從城市化進程中獲得巨大推動力。

為什么廣東省城市化沒有促進其相應的經濟增長呢？ 其主要原因可能在于：

（1）改革伊始，廣東省工業化發展受政策影響表現出明顯的“村鎮指向性”，其城市化進程由小城鎮的發展不斷向前推進，各地小城鎮從自身資源優勢出發，開創了多模式并存的發展局面。 當前廣東省城市化的發展受過去“小而全”城鎮建設指向的影響，分布過于稠密且規模普遍較小，甚至難以達到基礎設施和公共服務設施建設的基本標準，分散了城市化發展力量，因而對經濟的推動力不強。

（2）從廣東省行政區劃來看，城市化水平從高到低依次為“珠三角-東翼-西翼-山區”，珠三角地區城市化水平在85%以上，遙遙領先；東翼落后于珠三角約10 個百分點； 西翼與山區五市相接近，剛剛越過35%的臨界點進入加速發展階段， 但均低于全省城市化水平。 從總體上來看，全省各地區的城市化發展程度存在明顯差異， 故而各地對經濟發展的促進力量也有影響， 導致總體城市化對經濟增長的促進作用不大。

（3）廣東省當前的城市化發展對地區經濟增長的潛能并未被充分挖掘。 一方面，本文所指的城市化率是以城鎮人口規模來衡量的。 廣東省是勞務輸入大省，有大量的外來人口，由于實行嚴格的城市居民戶籍管理制度， 大量的外來人口難以轉變為當地城鎮常住人口， 在一定程度上抑制了城市化的正常增長， 使得城市發展和非農人口增加滯后于工業化發展階段， 對經濟作用不強。 另一方面，廣東省城市化的發展仍不夠深入，并未觸動城市發展的內在， 城市功能區優勢和新的城市經濟增長機制有待進一步挖掘。

5.脈沖響應分析。 首先檢查VAR 模型的穩定性。 通過圖形觀察特征根倒數都落在單位圓內，VAR 模型是穩定的，可以開展脈沖響應分析。 圖1是基于VAR 模型的脈沖響應函數曲線，橫軸代表響應函數的追蹤時期數， 此處將脈沖響應函數的追蹤時期數擬定10 年，縱軸代表人均GDP 或城市化率，圖中實曲線表示脈沖的響應函數。 圖1(A)是廣東人均GDP 對其自身信息沖擊的脈沖響應圖。本期受到自身一個標準差的沖擊后， 人均GDP 在第1 至4 期內呈現逐步緩慢上升的態勢，并在第4期達到最高峰，此后人均GDP 呈現水平狀態。 圖1(B) 是廣東人均GDP 對當地城市化信息沖擊的脈沖響應圖。 圖形大致保持平穩趨勢，說明城市化水平的輕微波動對廣東省區域經濟增長并沒有造成實質性的影響。 圖1 (C) 是廣東城市化對其人均GDP 信息沖擊的脈沖響應圖。 圖形表明，當期受到人均GDP 一個標準差沖擊后，lnURB 隨即呈現先降后緩慢上揚的趨勢， 這表明沖擊的影響隨時間變化而不同，開始時是先衰減的，隨著時期的延長而呈現慢慢增強的趨勢。 圖1(D)是廣東城市化對其城市化自身信息沖擊的脈沖響應圖。 當期受本身一個標準差沖擊后會迅速做出反應， 隨之逐期遞減， 直到6 期后達到城市化的一個新的均衡水平，并表現出穩定狀態。 這說明廣東省城市化在對自身信息沖擊的變化比較敏感， 同時隨著沖擊的影響力逐漸衰弱， 其自身的自我強化趨勢卻明顯不夠。

圖1 脈沖響應圖

6.方差分解分析。我們利用方差分解觀察不同結構沖擊的貢獻度 （見表3）。 在第1 期人均GDP的波動變化源于其自身的波動， 在第2 期才顯現出來城市化率對人均GDP 的波動沖擊， 在第4 期之后城市化率對人均GDP 沖擊的貢獻程度逐漸增大，但這種沖擊程度的作用微乎其微，幾乎是可以忽略不計的。與人均GDP 自身波動相比，城市化率對人均GDP 的影響非常小。 另外， 城市化率（lnURB）從第1 期開始就受到人均GDP 和自身波動的影響， 而人均GDP 波動在第1 期的影響約為5.37%， 其在第2 期的影響開始下降并且直到第6期為止大致都穩定維持在3.3%到3.4%之間，然后在第7 期后又開始上升。 這與上述脈沖響應分析結果一致。

四、結論與政策含義

城市化與地區經濟增長具有一定的協調性。經濟增長是主導性的， 而城市化率是一種伴生現象。 實證表明， 廣東省人均GDP 是其城市化率的Granger 原因， 即地區經濟增長能夠有效帶動廣東城市化水平的提高； 但并不能認為城市化率是人均GDP 的Granger 原因， 即城市化水平的提升對廣東經濟增長推動力并不明顯。 因此，從廣東省的實證分析來看，地區經濟增長促進城市化發展，而城市化水平也隨城市經濟的增長與發展不斷提高。 那種單純追求過高的城市化率并單純以城市化進程助推經濟增長， 過分夸大城市化的影響是不客觀、不科學的。

綜合上述結論， 為了保持廣東城市化與地區經濟增長的共同發展，公共政策應注意以下幾點：

1.以經濟建設推動城市化發展。政府要充分發揮廣東省的區位優勢，著力發展本地化經濟，促進城市化進程。 城市化的推進必須以經濟發展為基礎，協調城市各區域之間的增長差異，通過產業轉移、結構調整等帶動落后地區的經濟增長，進而在地區經濟均衡增長的同時更好地助推廣東省的全面城市化。

2.遵循城市化自身規律。 在城市化進程中，政府應扮好“守夜人”角色，不能因刻意追求城市化率的提高而過度干預。 事實上，城市化水平的提高是經濟增長的一種伴生現象。 政府應遵循城市化發展的自身規律，加強引導和示范，使城市化的推進更加科學、規范，并隨著經濟的快速增長，全面提升城市化質量。

表3 方差分解結果

3.健全城鄉社會保障體系。對于開放型經濟主導的廣東省而言， 外來人口和農村轉移勞動力眾多，他們不僅對地區經濟增長做出巨大貢獻，而且在一定程度上提高了城市化率。 在新型城鎮化進程中，政府應建立“以人為本”的城市化理念，統籌城鄉關系，從戶籍制度、醫療保險和子女義務教育等諸多方面，逐步完善社會保障體系，使其共同分享城市化的成果。

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